Chapitre 2 Le sentiment de pauvreté ne se réduit pas au niveau de vie
Dans ce deuxième chapitre, nous analysons les déterminants de deux indicateurs de pauvreté subjective collectés dans le Baromètre d’opinion de la Drees : le sentiment de pauvreté (indiquer se sentir pauvre) et les difficultés financières perçues (indiquer avoir dans son foyer des revenus inférieurs à ce que l’on considère comme étant le minimum pour vivre).
Nous verrons que même si le niveau de vie explique fortement ces indicateurs de pauvreté subjective, les indicateurs de pauvreté monétaire ne suffisent pas à eux-seuls. Ce résultat sera d’ailleurs introduit par un paradoxe : alors que les indicateurs de pauvreté subjective se sont détériorés depuis 2015 – en particulier à partir de 2018 – la pauvreté monétaire est, elle, restée stable voire a diminué. Cela montre alors l’intérêt de s’intéresser à une autre dimension de la pauvreté dont nous disposons dans le Baromètre : la pauvreté institutionnelle (bénéficier de certaines prestations sociales au niveau de son ménage).
Outre les indicateurs des différentes dimensions de la pauvreté, nous verrons que d’autres caractéristiques influent sur le fait de se sentir pauvre : ne pas être propriétaire de son logement, être en dehors du marché du travail ou, dans une moindre mesure, être ouvrier ou employé, vivre seul ou encore être à la tête d’une famille monoparentale.
2.1 À partir de 2018, le sentiment de pauvreté augmente mais ses facteurs explicatifs ne sont pas radicalement modifiés
Le Baromètre d’opinion de la Drees permet de mesurer le niveau et l’évolution au cours du temps du sentiment de pauvreté11 des Français. Celui-ci a sensiblement augmenté ces dernières années, en particulier depuis 2018, pour atteindre 19 % en 2019 (figure 2.1). Il en va de même pour les difficultés financières qui sont ressenties12 par plus de la moitié des Français, et ce depuis les cinq dernières années.
Figure 2.1: Différents indicateurs de pauvreté (2015 à 2019)
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Les barres noires correspondent aux intervalles de confiance à 95 %. La borne d’erreur a été calculée avec la formule : \(({z}_{\frac{{\alpha}}{{2}}})(\sqrt{\frac{{p'(1-p')}}{{n}}}\) avec \(p' = \frac{x}{n}\) la proportion estimée de réponses affirmatives à la question (\(x\) étant le nombre de réponses affirmatives et \(n\) la taille de l’échantillon). Pour plus de détails concernant le calcul voir ici. Grossièrement, on peut considérer que si l’on prend l’ensemble de l’échantillon d’un même millésime d’enquête (3 000 répondants), une évolution est significative si elle est supérieure au seuil de 4 points de pourcentage. Ce seuil est supérieur quand les effectifs sont plus petits : par exemple quand les valeurs manquantes sont nombreuses (typiquement pour le niveau de vie) ou lorsque l’on travaille sur des sous-populations.
En parallèle, la pauvreté objective – qui correspond à la proportion de Français en dessous du seuil de pauvreté (seuil de 60 % du revenu médian13) stagne voire diminue légèrement et atteint 14 % en 2019. Enfin, 44 % des Français jugent en 2019 ne pas être suffisamment aidés par les pouvoirs publics14.
Cette décorrélation de l’évolution globale des pauvretés subjective et monétaire s’illustre également dans les données récentes du Baromètre, collectées à la fin de l’année 2020 et ayant fait l’objet d’une publication en juillet 2021 (Lardeux, Papuchon, & Pirus (2021)). Fin 202015, un quart des Français indiquent que leur situation financière s’est détériorée depuis la crise de la Covid-19. Pour autant, l’année 2020 n’est pas marquée par une augmentation du sentiment de pauvreté, à l’exception de chez les plus jeunes.
L’année 2018 marque donc un tournant particulièrement fort dans l’évolution du sentiment de pauvreté. Cette hausse s’accompagne d’une sensibilité accrue aux inégalités de revenus puisque ce type d’inégalité est cité en 2018 par 22 % des Français (+7 points par rapport à 2017) comme étant la moins acceptable, un niveau supérieur à celui des inégalités de santé, alors que ça n’avait jamais été le cas jusqu’à présent (Antunez & Papuchon (2019)). La fin de l’année 2018 correspond également à la naissance du mouvement social français des « Gilets jaunes » revendiquant l’amélioration du niveau de vie des classes populaires et moyennes. L’intégration de ces dernières vagues d’enquête (2018 et 2019) présente alors un intérêt tout particulier.
Si l’on s’intéresse au niveau et à l’évolution du sentiment de pauvreté selon différentes caractéristiques des répondants, certaines disparités sociales se dessinent très clairement. Notamment, la moitié des Français n’exerçant aucune activité professionnelle, y compris ceux étant à la recherche d’un emploi, indiquent se sentir pauvre (figure 2.2). Depuis 2018, l’écart avec les actifs, étudiants et retraités s’est même très fortement creusé. Cette exposition forte au sentiment de pauvreté conforte les théories de Castel (Castel & Beland (2004) et Castel (2014)) selon lesquelles les populations exclues du marché du travail auraient un risque accru et croissant d’insécurité sociale16 (revenus instables rendant difficile la projection vers l’avenir).
Figure 2.2: Evolution du sentiment de pauvreté selon le statut d’activité
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Des disparités s’observent également par catégorie professionnelle. Près d’une personne n’ayant jamais travaillé sur trois, d’un ouvrier ou ancien ouvrier sur trois et d’un employé ou ancien employé sur cinq se déclarent pauvre en 2019 (figure 2.2). Là encore, les écarts avec les autres professions se creusent dans le temps, en particulier depuis 201817.
Figure 2.3: Evolution du sentiment de pauvreté selon la catégorie professionnelle
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Enfin, tous les types de ménages ne sont pas exposés de la même manière au sentiment de pauvreté (figure 2.4). En premier lieu, les femmes cheffes de familles monoparentales sont concernées pour un tiers d’entre elles. La fragilité financière des familles monoparentales est traitée dans la littérature depuis plusieurs dizaines d’années, notamment dans le cas français avec ce bref article de Wright (1991) qui montre que les familles monoparentales, en particulier celles avec une femme à leur tête, étaient surreprésentées dans les rangs de la pauvreté en 1979. Plus récemment, Argouarc’h & Boiron (2016) indiquent qu’en 2014 le taux de pauvreté des familles monoparentales s’élevait à 35,9 %, soit plus de 20 points au-dessus de la moyenne de l’ensemble des familles.
Figure 2.4: Evolution du sentiment de pauvreté selon la situation familiale
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Les effectifs des hommes chefs de famille monoparentale sont trop faibles pour être interprétés.
Une personne vivant seule sur cinq se sent également pauvre ; c’est la situation familiale pour laquelle le sentiment de pauvreté a le plus augmenté depuis 2015, là encore en particulier depuis 2018. À l’inverse, seul un couple avec enfant sur dix se déclare pauvre. Ces résultats semblent illustrer le rôle protecteur de la famille (conjoint et enfants) vis-à-vis de la pauvreté. Être en couple permet de faire au quotidien des économies d’échelles et augmente également les chances de percevoir un salaire au sein du ménage, en particulier pour les femmes (Dauphin & Domingo (2014)). L’entourage familial limite également potentiellement le sentiment d’insécurité sociale. Réciproquement, avoir des enfants peut être conçu comme étant une richesse pour les familles pauvres attachées aux valeurs familiales ; et le cercle familial apporte alors sécurité, ancrage identitaire et social (Paugam (2005)). Pour d’autres, le sentiment de pauvreté peut aussi limiter le souhait d’avoir un enfant par crainte de ne pas être en mesure de subvenir correctement à ses besoins.
Pour expliquer les déterminants du sentiment de pauvreté au-delà de ces premières statistiques descriptives, un premier modèle de régression logistique où le fait de se déclarer pauvre constitue la variable dépendante est utilisé. Il s’agit d’une reproduction de résultats provenant de Duvoux & Papuchon (2018) construits à partir de la base 2015–2017 (avant dernière colonne) ainsi qu’une réplication de ceux-ci intégrant en plus les millésime 2018 et 2019 (dernière colonne). Les résultats sont présentés en tableau 2.1.
On remarquera dans les dernières lignes de ce tableau que les années 2018 et 2019 sont très significativement positives dans le modèle appliqué sur la base compilant les années 2015 à 2019, majoritairement utilisée pour ce mémoire. Ce résultat est cohérent avec la forte augmentation du sentiment de pauvreté à partir de 2018 commentée précédemment (figure 2.1).
Malgré cette brusque augmentation du sentiment de pauvreté, les autres coefficients du modèle actualisé sont globalement semblables à ceux du modèle appliqué sur les données plus anciennes (2015–2017). En d’autres termes, même si le sentiment de pauvreté a augmenté en niveau depuis 2018, ses déterminants n’ont pas sensiblement changé dans le temps (sauf petites exceptions décrites ci-après) et se sont plutôt accentués.
| Modèle logit | Variable dépendante : se déclarer pauvre | Odds ratio - Années 2015 à 2017 | Odds ratio - Années 2015 à 2019 |
|---|---|---|---|
| Niveau de vie | Quintile 1 | 1,65*** | 1,55*** |
| Quintile 2 | Réf. | Réf. | |
| Quintile 3 | 0,48*** | 0,52*** | |
| Quintile 4 | 0,24*** | 0,25*** | |
| Quintile 5 | 0,18*** | 0,15*** | |
| Types de ressources | Pas d’aide au logement | Réf. | Réf. |
| perçues par le ménage | Aide au logement reçue | 1,37*** | 1,61*** |
| (12 mois) | Pas de RSA | Réf. | Réf. |
| RSA reçu | 1,87*** | 1,79*** | |
| Pas d’alloc. hand./invalid./dépend. | Réf. | Réf. | |
| Alloc. hand./invalid./dépend. reçu | 1,1 | 0,99 | |
| Statut d’activité | CDI temps plein | Réf. | Réf. |
| Emploi précaire ou à temps partiel | 1,41** | 1,18 | |
| Recherche d’emploi | 1,54** | 1,34** | |
| Étudiant | 1,61 | 0,83 | |
| Retraité | 0,91 | 1,05 | |
| Aucune activité professionnelle | 3,42*** | 2,08** | |
| Catégorie professionnelle | Agriculteur | 1,38 | 1,46 |
| Artisan commerçant | 1,26 | 1,02 | |
| Cadre supérieur, profession libérale | 0,67 | 0,67* | |
| Profession intermédiaire | Réf. | Réf. | |
| Employé | 1,78*** | 1,72*** | |
| Ouvrier | 1,33 | 1,55*** | |
| Aucune | 0,71 | 1,17 | |
| Niveau de diplôme le plus élevé | CAP, BEP ou moins | 1,05 | 1,13 |
| Baccalauréat | Réf. | Réf. | |
| Bac + 2 | 0,82 | 0,78* | |
| Bac + 3 ou plus | 0,83 | 0,77* | |
| Situation familiale | Vit seul | 2,01*** | 1,67*** |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. | Réf. | |
| Membre du couple (enfants à charge) | 0,71* | 0,62*** | |
| Chef famille monoparentale | 1,59** | 1,21 | |
| Enfant | 1,34 | 1,14 | |
| Autre | 2,07** | 1,34 | |
| Logement | Locataire ou hébergé | Réf. | Réf. |
| Propriétaire | 0,45*** | 0,45*** | |
| Sexe | Femme | Réf. | Réf. |
| Homme | 1,35*** | 1,25*** | |
| Classe d’âge | 18 à 29 ans | 0,67** | 0,63*** |
| 30 à 39 ans | Réf. | Réf. | |
| 40 à 49 ans | 1,27* | 1,12 | |
| 50 à 59 ans | 1,12 | 0,99 | |
| 60 à 69 ans | 1,34 | 1,02 | |
| 70 ans et plus | 1,26 | 0,84 | |
| Année | 2015 | Réf. | Réf. |
| 2016 | 0,91 | 0,91 | |
| 2017 | 0,92 | 0,92 | |
| 2018 | Non inclus | 1,78*** | |
| 2019 | Non inclus | 1,99*** | |
| Note: | |||
| Modèle 2015-2017 : N = 8460 et \(R^2\) ajusté = 24,8 % / Modèle 2015-2019 : N = 13590 et \(R^2\) ajusté = 25,5 %. | |||
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. |
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Les résultats sont numériquement légèrement différents (mais les messages sont les mêmes) que dans Duvoux & Papuchon (2018) car nous avons ajouté la catégorie professionnelle “Aucune catégorie professionnelle” pour être exhaustif dans l’ensemble des modalités.
Entre 2015 et 2017 (période d’étude de Duvoux & Papuchon (2018)), toutes les autres variables de cette régression étant égales par ailleurs, le risque pour une personne appartenant au premier quintile de niveau de vie de se déclarer pauvre plutôt que le contraire est 1,65 fois celui d’une personne du deuxième quintile. Ce rapport est de 1,55 sur la période 2015–2019 (période de référence pour ce mémoire).
Comme évoqué en introduction, les données du Baromètre démontrent sans surprise que le niveau de vie influe positivement et fortement sur le fait de déclarer se sentir pauvre (figure 0.1). La pauvreté monétaire ne peut toutefois pas être le seul facteur explicatif de la pauvreté subjective comme a déjà pu l’illustrer plus haut l’analyse de la figure 2.1. Grâce à leur modèle économétrique, Duvoux & Papuchon (2018) ont également montré que de nombreuses autres variables ont un effet sur le sentiment de pauvreté, et ce même en contrôlant par le niveau de vie, indicateur de pauvreté monétaire.
C’est le cas notamment du fait d’avoir bénéficié de certaines prestations sociales. En premier lieu, appartenir à un ménage ayant bénéficié du RSA double les risques de se sentir pauvre comparé à un ménage non bénéficiaire, toutes les autres variables du modèle étant égales par ailleurs. Percevoir une aide pour le logement (APL) augmente aussi significativement ce risque. Ce n’est en revanche pas le cas des allocations handicap-dépendance. Certaines situations d’assistance, qui constituent des composantes de la pauvreté institutionnelle, sont donc des facteurs amplificateurs du sentiment de pauvreté. Toutefois, elles ne sont en aucun cas les seules, puisque seulement un peu plus de la moitié (57 %) des personnes se déclarant pauvres entre 2015 et 2019 appartiennent à des ménages ayant bénéficié dans les 12 derniers mois soit d’APL, soit de RSA.
Au-delà des dimensions monétaire et institutionnelle de la pauvreté, les autres variables du modèle du tableau 2.1 montrent également l’importance de la position sociale et de la composition familiale sur le sentiment de pauvreté et confirment les observations faites à partir des statistiques descriptives du début du chapitre 2.
Professionnellement, le fait d’être à la recherche d’un emploi ou sans activité professionnelle augmente significativement les chances toutes choses égales par ailleurs de se sentir pauvre par rapport au fait d’être en CDI à temps plein. En revanche, le statut d’emploi précaire ne ressort plus significativement différent du CDI à temps plein sur la période 2015–2019 alors qu’il l’était sur la période 2015–2017. Au-delà du statut d’activité, le tableau 2.1 révèle un effet également de la classe sociale par la significativité positive d’appartenir aux catégories professionnelles d’ouvriers (coefficient qui devient significatif dans le modèle appliqué à la base 2015–2019) et d’employés (demeure significatif).
Le bloc de modalités sur la composition familiale a également beaucoup d’effet sur le sentiment de pauvreté. Le fait de vivre seul(e) joue un rôle déterminant puisqu’il double, toutes les autres variables du modèle étant égales par ailleurs, le risque de se sentir pauvre par rapport à un couple sans enfant. En revanche, le fait d’être le parent d’une famille monoparentale n’est plus significatif en présence des contrôles du modèle alors qu’il l’était sur la période antérieure à 2018. Du fait de la spécificité sociale des familles monoparentales, l’effet resterait fortement significatif si l’on enlevait les deux principales prestations sociales (RSA, APL) des régresseurs, ou l’âge, ou encore le statut d’occupation du logement.
Enfin, le fait d’être propriétaire plutôt que locataire diminue significativement les chances de se déclarer pauvre.
2.2 A quel niveau (ménage, individu) se mesure la pauvreté ?
L’importance de la structure familiale sur le sentiment de pauvreté invite à s’interroger sur l’échelle de mesure de la pauvreté. Si l’échelle du ménage a son importance (niveau au sein duquel on se partage en général les ressources) pour les pauvreté monétaire et institutionnelle, il est intéressant d’étudier à quel point l’échelle individuelle joue également. Quant à la pauvreté subjective, elle fait intervenir par nature une part de ressenti individuel.
S’agissant de la mesure de la position sociale, la dominance approach (Erikson (1984)) suggère de retenir dans les analyses statistiques uniquement la position sociale (profession ou niveau d’éducation) la plus haute entre deux membres d’un couple, par souci de parcimonie. Dans cette veine, c’est la profession de la personne de référence du ménage qui a longtemps servi de norme en France. Encore aujourd’hui, cette notion est mobilisée dans le Baromètre d’opinion18, ce qui rend impossible l’étude de la position sociale de l’ensemble du ménage avec cette source de données19. Les différentes sources de revenus sont, elles, renseignées au niveau du ménage dans le Baromètre.
Or, Cayouette-Remblière & Ichou (2019) démontrent, grâce à des analyses géométriques des données et classifications réalisées sur deux enquêtes distinctes de la statistique publique20, que tenir compte des configurations familiales permet un pouvoir explicatif supérieur à celui des approches classiques. Depuis 2019, des travaux de rénovation de la nomenclature des professions et catégories socioprofessionnelles (PCS) sont d’ailleurs entamés dans la statistique publique française (Eidelman & Chardon (2019)), incluant une « PCS Ménage », permettant d’analyser les inégalités sociales. Il faudra attendre encore quelques années pour que cette approche devienne la norme dans les enquêtes en France.
Même si les données du Baromètre d’opinion ne sont pas adaptées pour étudier avec précision la composition des ménages et son effet sur la pauvreté, elles permettent toutefois d’observer, en interrogeant les Français sur plusieurs niveaux de perception du RSA (soi-même, au sein du ménage, au sein de la famille, et dans son entourage), que chaque niveau a son influence sur le sentiment de pauvreté : à structure familiale fixée, le fait d’indiquer percevoir soi-même le RSA multiplie par 7 les chances d’indiquer se sentir pauvre (tableau 2.2). Le percevoir au niveau de son ménage, multiplie les chances uniquement par 5.
| Modèle logit. Variable dépendante : se déclarer pauvre | Odds ratio (individu) | Odds ratio (ménage) |
|---|---|---|
| Perception du RSA | ||
| Pas de RSA | Réf. | Réf. |
| RSA | 7,12*** | 5*** |
| Structure familiale (contrôle) | ||
| Vit seul | 3,37*** | 3,37*** |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. | Réf. |
| Membre du couple (enfants à charge) | 1,41*** | 1,33*** |
| Chef famille monoparentale | 4,16*** | 3,82*** |
| Enfant | 1,97*** | 1,78*** |
| Autre situation familiale | 3,33*** | 3,22*** |
| Note: | ||
| Niveau individu : N = 14613 et \(R^2\) ajusté = 8,0 % / Niveau ménage : N = 14634 et \(R^2\) ajusté = 8,3 %. | ||
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. | ||
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
A structure familiale fixée, le fait d’indiquer percevoir soi-même le RSA multiplie par 7 les chances d’indiquer se sentir pauvre. Le percevoir au niveau de son ménage, multiplie les chances par 5.
En intégrant dans une même régression les niveaux « individus », « famille » et « hors famille » de perception du RSA (voir question SDPROXIM en annexe A) en variables explicatives, on peut observer (tableau 2.3 que même si l’effet individuel est beaucoup plus fort que les deux autres, ils demeurent significatifs et positifs. Le soutien financier potentiel de sa famille, voire de son entourage diminue ainsi le sentiment de pauvreté. Paugam & Zoyem (1998) montrent en effet que le soutien financier familial est une aide complémentaire aux aides publiques : parmi les ménages dont le revenu par unité de consommation avant toute aide était inférieur à 2300 francs (montants du RMI, ancien RSA, pour une personne seule à l’époque de la publication), le seul soutien financier de la famille permettait à la moitié de ceux qui en ont bénéficié de franchir ce seuil.
| Modèle logit. Variable dépendante : se déclarer pauvre | Odds ratio |
|---|---|
| Individu | |
| N’est pas une personne au RSA | Réf. |
| Est une personne au RSA | 7,46*** |
| Famille | |
| Ne connaît personne dans sa famille au RSA | Réf. |
| Connaît quelqu’un dans sa famille au RSA | 1,7*** |
| Hors famille | |
| Ne connaît personne hors famille au RSA | Réf. |
| Connaît quelqu’un hors famille au RSA | 1,5*** |
| Structure familiale (contrôle) | |
| Vit seul | 3,29*** |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. |
| Membre du couple (enfants à charge) | 1,34*** |
| Chef famille monoparentale | 3,86*** |
| Enfant | 1,91*** |
| Autre situation familiale | 3,07*** |
| Note: | |
| N = 14613 et \(R^2\) ajusté = 9,1 %. | |
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. | |
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
2.3 Quelles variables du Baromètre intégrer dans les dimensions monétaire et institutionnelle de la pauvreté ?
Comme nous l’avons vu, et comme l’ont montré également Duvoux & Papuchon (2018), la pauvreté monétaire, mesurée par le quintile de niveau de vie du ménage des individus, n’est pas l’unique facteur explicatif du sentiment de pauvreté. Même à quintile de niveau de vie fixé, la pauvreté institutionnelle – mesurée par le fait d’être bénéficiaire du RSA, d’allocations chômage ou de prestations liées au handicap, à l’invalidité ou à la dépendance – et d’autres caractéristiques sociodémographiques telles que le statut d’emploi, la profession et la composition du ménage, ont également un effet sur le sentiment de pauvreté.
S’agissant de la dimension monétaire, le quintile de niveau de vie du ménage n’est pas la seule variable mobilisable dans le Baromètre. C’est pourquoi nous avons aussi testé l’effet sur le sentiment de pauvreté de recevoir différents types de revenus (salaires, activité indépendante, retraite, actifs financiers et locations) au sein de son ménage. Si tous les coefficients sont bien significatifs tous les types de revenus étant égaux par ailleurs (tableau 2.4), nous ne conservons dans les prochains modèles que les revenus de locations et d’actifs qui ont les odds-ratio les plus élevés et sont les seuls qui demeurent significatifs quand on ajoute le statut d’activité et la PCS en variables de contrôle.
| Modèle logit. Variable dépendante : se déclarer pauvre | Odds ratio |
|---|---|
| Pauvreté monétaire | |
| Quintile 1 | 1,88*** |
| Quintile 2 | Réf. |
| Quintile 3 | 0,43*** |
| Quintile 4 | 0,18*** |
| Quintile 5 | 0,09*** |
| Pas de revenus de salaires | Réf. |
| Revenus de salaires | 0,69*** |
| Pas de revenus d’activité indépendante | Réf. |
| Revenus d’activité indépendante | 0,54*** |
| Pas de revenus de retraite | Réf. |
| Revenus de retraite | 0,6*** |
| Pas de revenus d’actifs financiers | Réf. |
| Revenus d’actifs financiers | 0,37*** |
| Pas de revenus de locations | Réf. |
| Revenus de locations | 0,22*** |
| Structure familiale (contrôle) | |
| Vit seul | 1,82*** |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. |
| Membre du couple (enfants à charge) | 0,69*** |
| Chef famille monoparentale | 1,53*** |
| Enfant | 0,94 |
| Autre situation familiale | 1,24 |
| Note: | |
| N = 13672 et \(R^2\) ajusté = 20,0 %. | |
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. | |
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
S’agissant de la pauvreté institutionnelle, nous décidons d’élargir le contour choisi par Duvoux & Papuchon (2018) afin d’utiliser un maximum de données empiriques présentes dans le Baromètre. En plus du RSA, des allocations chômage et des prestations liées au handicap, à l’invalidité ou à la dépendance, nous étudions l’effet de la perception des APL21, le fait d’être locataire d’un logement social ou de recevoir au sein de son ménage une bourse d’étude. À part les bourses d’études, les autres prestations sociales ont un effet significatif et positif sur le fait de se sentir pauvre (tableau 2.5) et l’effet est particulièrement fort s’agissant du RSA et des APL.
| Modèle logit. Variable dépendante : se déclarer pauvre | Odds ratio |
|---|---|
| Pauvreté institutionnelle | |
| Pas de RSA | Réf. |
| RSA | 2,81*** |
| Pas d’allocation chômage | Réf. |
| Allocation chômage | 1,56*** |
| Pas d’APL | Réf. |
| APL | 3,01*** |
| Pas d’AAH, APA, PCH (handicap) | Réf. |
| AAH, APA, PCH (handicap) | 1,44*** |
| Pas de bourse d’étude | Réf. |
| Bourse d’étude | 0,94 |
| Locataire privé / hébergé, Propriétaire | Réf. |
| Locataire HLM | 1,75*** |
| Structure familiale (contrôle) | |
| Vit seul | 2,53*** |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. |
| Membre du couple (enfants à charge) | 0,9 |
| Chef famille monoparentale | 1,99*** |
| Enfant | 1,31* |
| Autre situation familiale | 2,23*** |
| Note: | |
| N = 14613 et \(R^2\) ajusté = 14,8 %. | |
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. | |
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Le tableau 2.6 présente une dernière modélisation économétrique du sentiment de pauvreté. Par souci de parcimonie du modèle, nous proposons une seule variable rassemblant statut d’activité et PCS, retirant ainsi quelques modalités non significatives précédemment. Nous y ajoutons en revanche des variables supplémentaires : les quelques variables additionnelles de pauvreté monétaire et institutionnelle évoquées dans les deux paragraphes précédents, une indicatrice de si l’individu se considère comme étant en emploi précaire (qui est positivement significative22) et également une indicatrice intégrant le fait d’avoir dans ses proches (autre que soi-même) quelqu’un au RSA (également positivement significative à 5 %). La dernière colonne de ce tableau correspond à un modèle équivalent mais en utilisant comme variable dépendante les difficultés financières perçues, c’est-à-dire déclarer avoir dans son foyer des revenus inférieurs au revenu minimal jugé nécessaire pour vivre.
| Modèle logit | Odds ratio. Variables dépendantes : | Se déclarer pauvre | Avoir un revenu inférieur au minimum déclaré |
|---|---|---|---|
| Pauvreté monétaire | |||
| Niveau de vie | Quintile 1 | 1,54*** | 4,2*** |
| Quintile 2 | Réf. | Réf. | |
| Quintile 3 | 0,52*** | 0,47*** | |
| Quintile 4 | 0,26*** | 0,18*** | |
| Quintile 5 | 0,18*** | 0,05*** | |
| Types de ressources | Pas de revenus de locations | Réf. | Réf. |
| perçues par le ménage | Revenus de locations | 0,27*** | 0,64*** |
| (12 mois) | Pas de revenus d’actifs financiers | Réf. | Réf. |
| Revenus d’actifs financiers | 0,47*** | 0,43*** | |
| Pauvreté institutionnelle | |||
| Pas de RSA | Réf. | Réf. | |
| RSA | 2,01*** | 1,04 | |
| Pas d’APL | Réf. | Réf. | |
| APL | 1,53*** | 0,8*** | |
| Pas d’allocation chômage | Réf. | Réf. | |
| Allocation chômage | 1,31*** | 1,05 | |
| Pas d’AAH, APA, PCH (handicap) | Réf. | Réf. | |
| AAH, APA, PCH (handicap) | 1,12 | 1,01 | |
| Logement | Locataire HLM | 1 | 1,13 |
| Contrôles | |||
| Locataire privé / hébergé | Réf. | Réf. | |
| Propriétaire | 0,48*** | 0,91 | |
| Situation professionnelle | Agriculteur | 2,97** | 0,78 |
| Artisan commerçant | 0,76 | 1,11 | |
| Cadre supérieur, profession libérale | 0,58* | 1,07 | |
| Profession intermédiaire | Réf. | Réf. | |
| Employé | 1,55** | 1,1 | |
| Ouvrier | 1,63*** | 1,27** | |
| Chômeur | 1,62** | 1,27 | |
| Retraité | 1,48* | 1,07 | |
| Au foyer | 1,53* | 0,73* | |
| Autre inactif | 1,92*** | 0,88 | |
| Précarité de l’emploi | N’est pas personne en emploi précaire | Réf. | Réf. |
| (subjective) | est personne en emploi précaire | 1,44*** | 0,93 |
| Niveau de diplôme le plus élevé | CAP, BEP ou moins | 1,19* | 1,08 |
| Baccalauréat | Réf. | Réf. | |
| Bac + 2 | 0,75* | 0,99 | |
| Bac + 3 ou plus | 0,7** | 0,82* | |
| Classe d’âge | 18 à 29 ans | 0,56*** | 0,82* |
| 30 à 39 ans | Réf. | Réf. | |
| 40 à 49 ans | 1,13 | 1,05 | |
| 50 à 59 ans | 1,01 | 1,02 | |
| 60 à 69 ans | 1,02 | 1,02 | |
| 70 ans et plus | 0,84 | 0,71** | |
| Situation familiale | Vit seul | 1,67*** | 1,16* |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | Réf. | Réf. | |
| Membre du couple (enfants à charge) | 0,65*** | 0,55*** | |
| Chef famille monoparentale | 1,23 | 0,64*** | |
| Enfant | 1,02 | 0,54*** | |
| Autre situation familiale | 1,24 | 0,58** | |
| Sexe | Femme | Réf. | Réf. |
| Homme | 1,11 | 0,9* | |
| Entourage au RSA | Ne connaît pas de personne au RSA | Réf. | Réf. |
| Connait une personne au RSA | 1,14* | 1,03 | |
| Année | 2015 | Réf. | Réf. |
| 2016 | 0,91 | 1,17* | |
| 2017 | 0,93 | 1,14 | |
| 2018 | 1,78*** | 1,63*** | |
| 2019 | 1,99*** | 1,68*** | |
| Note: | |||
| Sentiment de pauvreté : N = 13548 et \(R^2\) ajusté = 26,0 % / Difficultés financières perçues : N = 13678 et \(R^2\) ajusté = 28,6 %. | |||
| * : significatif au seuil de 5 % ; ** : 1 % ; *** : 0,1 %. | |||
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Dans ce nouveau modèle, l’effet du diplôme sur le sentiment de pauvreté ressort davantage et est peut-être dû à la simplification des modalités concernant la situation professionnelle. Le fait d’être chômeur a un effet au-delà même du fait de recevoir une prestation chômage. Les prestations liées au handicap et au fait d’être locataire d’un logement social ne ressortent pas significatives. Pour cette dernière modalité cela est dû au fait qu’elle reste proche du fait d’être locataire du privé. Enfin, l’effet de la structure familiale est semblable à précédemment, avec, en particulier, un effet amplificateur du fait de vivre seul sur le sentiment de pauvreté.
Les déterminants des difficultés financières perçues (dernière colonne du tableau 2.6) sont sensiblement différents de ceux du sentiment de pauvreté. En effet, le poids explicatif des variables de pauvreté monétaire y est beaucoup plus fort23. La dimension institutionnelle n’est en revanche pas significative dans le modèle complet, la perception d’une APL a même tendance à diminuer le fait de se sentir en difficulté financière. On a ici la démonstration du fait que de se déclarer pauvre va bien au-delà de juger manquer de ressources matérielles : la pauvreté peut être vue comme une identité qui engendre, comme les classes sociales, un sentiment d’appartenance, et qui se concrétise en outre parfois par les relations d’assistance nouées avec l’Etat (Paugam & Schnapper (1991)).
Comme pour le sentiment de pauvreté, l’année 2018 correspond à une année de hausse particulièrement importante de la perception des difficultés financières. Le fait d’être ouvrier augmente cette perception toutes choses étant égales par ailleurs, y compris le niveau de vie. Très peu d’autres variables sont significatives, à l’exception des modalités de situation familiale. Ce groupe de modalités présentent des résultats particulièrement intéressants puisqu’ils ne vont pas dans le même sens que pour le sentiment de pauvreté. Le fait de vivre seul augmente encore plus les chances de se considérer en difficultés financières que le fait d’être à la tête d’une famille monoparentale. Ces résultats s’observent même également sans modèle explicatif (tableau 2.7) : parmi les personnes appartenant aux deux premiers quintiles de niveau de vie des ménages, 88 % des personnes vivant seules contre 84 % des familles monoparentales ont cette sensation. Alors que, parmi les deux premiers quintiles de niveau de vie, les couples sans enfants se sentent bien moins pauvres que les autres, leur perception de difficultés financières est proche de la moyenne des Français appartenant aux deux premiers quintiles de niveau de vie.
| Situation familiale | Sentiment de pauvreté (%) | Difficultés financières perçues (%) |
|---|---|---|
| Chef famille monoparentale | 39 | 84 |
| Vit seul | 39 | 88 |
| Autre | 26 | 75 |
| Enfant | 22 | 76 |
| Membre du couple (pas d’enfants à charge) | 20 | 82 |
| Membre du couple (enfants à charge) | 20 | 78 |
| Ensemble | 30 | 83 |
Baromètre d’opinion de la DREES, 2015-2019.
Personnes dont le ménage appartient aux deux premiers quintiles de niveau de vie, d’au moins 18 ans résidant en France métropolitaine.
Ainsi, suivant l’indicateur de pauvreté subjective utilisé, l’effet de la situation familiale est très différent. Il s’agit d’une nouvelle illustration du fait que la pauvreté peut se mesurer selon de nombreux angles, y compris au sein même de la dimension subjective.
Pour rappel, le sentiment de pauvreté s’appréhende dans le Baromètre d’opinion par la proportion de Français qui, à la question
PE3« Et vous personnellement, pensez-vous qu’il y a un risque que vous deveniez pauvre dans les cinq prochaines années ? », répondent « Je me considère déjà comme pauvre » (voir extrait de questionnaire en annexe A).↩︎Quand la réponse à la question
PE16« Selon vous, pour vivre, quel est le montant dont doit disposer AU MINIMUM un foyer comme le vôtre, par mois (en euros) ? » est inférieure à celle de la questionSDREVCL« Nous désirons savoir à quel niveau de revenus MENSUELS NETS AVANT IMPOTS se situe votre foyer » dont on a imputé de la non-réponse (voir partie 1.3.3.1).↩︎Cet indicateur ne correspond pas aux données nationales officielles mais à un calcul avec les données du Baromètre. La source qui fait référence en France pour le taux de pauvreté (Insee, ERFS) donne, elle, des taux en légère augmentation depuis 2015 : 14,3 % pour 2015, 13,9 % pour 2016, 14,1 % pour 2017 et 14,8 % pour 2018.↩︎
Réponse « Vous auriez besoin d’être aidé(e) davantage par les pouvoir publics » à la question
PE15: « Actuellement, compte tenu de votre situation globale, du montant des aides publiques (RSA, allocations familiales, aides au logement), et du montant de vos impôts, vous considérez que… ». Cette question est posée uniquement en années paires, c’est pourquoi nous ne l’avons pas utilisée dans le reste de ce mémoire.↩︎La collecte du Baromètre a lieu chaque année entre octobre et décembre.↩︎
Mais le sentiment de pauvreté révèle-t-il principalement un sentiment d’insécurité sociale ? Pas nécessairement ! On a vu en partie 1.2.3 que Paugam (2020) insiste également sur le rôle de la charge institutionnelle de l’assistance sur le fait de se sentir pauvre.↩︎
Pour les agriculteurs, la tendance du sentiment de pauvreté est également à la hausse mais correspond à un plus effectif de répondants trop faible pour être analysé.↩︎
Dans le Baromètre, la personne de référence du ménage est définie comme étant la personne interrogée si celle-ci vit seule. Elle correspond à l’homme du couple si l’interviewé est une femme, un enfant de la famille ou toute autre personne hébergée par le couple du ménage↩︎
Le dispositif d’enquête « Statistiques sur les ressources et conditions de vie » (SRCV) serait probablement un outil efficace pour creuser plus en profondeur ces aspects sur la composition du ménage en lien avec la pauvreté (voir partie Conclusion et Discussion).↩︎
Il s’agit de deux enquêtes nationales représentatives : « Trajectoires et origines » (TeO, Ined/Insee, 2008) et le « Panel d’élèves entrant dans le secondaire en 2007 » (DEPP-MEN).↩︎
Duvoux & Papuchon (2018) placent les APL à part en indiquant que « [Même si] ces allocations sont versées sous conditions de ressources, […] [elles] n’impliquent pas de relation étroite avec les services de l’Etat. »↩︎
Contrairement aux mesures d’emploi précaire basées uniquement sur le temps partiel et type de contrat, cf. tableau 2.1.↩︎
Le \(R^2\) d’un modèle explicatif comportant uniquement les variables de pauvreté monétaire est plus élevé quand la variable dépendante correspond aux difficultés financières perçues que quand elle correspond au sentiment de pauvreté.↩︎